1摘要本文選取2001至2018年宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，使用多元線性回歸模型，研究了我國居民消費(fèi)水平的影響因素及影響程度。結(jié)果表明,財(cái)政支出、農(nóng)村人均純收入、匯率、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我國居民消費(fèi)水平均有顯著影響，根據(jù)模型所表達(dá)的經(jīng)濟(jì)含義，本文針對(duì)結(jié)果給出合理的建議，希望能對(duì)我國提升內(nèi)需、刺激消費(fèi)及為居民消費(fèi)水平政策的制定提供依據(jù)和幫助。關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平；線性回歸模型；最小二乘法；時(shí)間序列1Abstract Selectedfromthemacroeconomicdatafrom2001to2018,thispaperusesthemultivariatelinearregressionmodel,throughthetestofMulticollinearity,heteroscedasticityandsoon,andfinallydeterminesthefactorsaffectingtheconsumptionlevelofChineseresidentsandthedegreeofinfluence.Theresultsshowthatfiscalexpenditure,ruralpercapitanetincome,exchangerateandpercapitaGDPhavesignificanteffectsontheconsumptionlevelofChineseresidents,hopetopromotedomesticdemand,stimulateconsumptionandconsumptionlevelfortheresidentsofthepolicy-makingbasisandhelp.Keywords:consumptionlevelofresidents;linearregressionmodel;LeastSquares;timeseries.引言1.1研究背景我國目前正站在經(jīng)濟(jì)體制改革的新時(shí)期，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化和增長動(dòng)力的進(jìn)一步升級(jí)很大程度上取決于擴(kuò)大居民消費(fèi)戰(zhàn)略的實(shí)施效果。保護(hù)人民生活水平的不斷提高，是我國經(jīng)濟(jì)能夠不斷前進(jìn)、國家能夠長治久安的基礎(chǔ)。影響居民生活水平的指標(biāo)其一，居民消費(fèi)水平亦是其中一項(xiàng)重要的指標(biāo)。近年來，隨著新時(shí)代改革開放的逐步推進(jìn)，人們的生活水平得到質(zhì)的提升，我國居民的消費(fèi)水平也在不斷提高，但是仍需注意的是，近年來國民消費(fèi)率處于持續(xù)下降的狀態(tài)。通過對(duì)全球各個(gè)國家居民消費(fèi)率指標(biāo)的對(duì)比，了解到現(xiàn)階段我國的居民消費(fèi)率比部分發(fā)展中國家的居民消費(fèi)率還低，更別說與發(fā)達(dá)國家間的對(duì)比。怎樣提高我國居民消費(fèi)水平，進(jìn)而讓人們生活質(zhì)量得到穩(wěn)步抬升，已經(jīng)成為需要直面的問題。1.2研究意義及創(chuàng)新點(diǎn)目前，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了新的發(fā)展階段，從原先的高速增長逐步走向中高速增長的態(tài)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動(dòng)力也逐漸轉(zhuǎn)向消費(fèi)驅(qū)動(dòng)和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)。消費(fèi)作為驅(qū)動(dòng)力之一，在整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)強(qiáng)調(diào)的供給側(cè)改革背景下，從過去到現(xiàn)在，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然有著至關(guān)重要的效用。研究居民消費(fèi)水平的影響因素，能夠讓今后居民消費(fèi)水平得到更好的提高，進(jìn)而促成整個(gè)經(jīng)濟(jì)體發(fā)展水平的提升。 本文創(chuàng)新點(diǎn)在于從時(shí)間跨度和影響因素的選取的選擇兩個(gè)角度切入，因考慮到選取的時(shí)間段應(yīng)盡量避開對(duì)模型結(jié)果有重大影響的轉(zhuǎn)折時(shí)間點(diǎn)。2001年中國加入WTO可以看成一個(gè)時(shí)間拐點(diǎn)，最終選擇的數(shù)據(jù)是2001年—2018年中國統(tǒng)計(jì)年鑒與世界銀行數(shù)據(jù)庫上的數(shù)據(jù)，同時(shí)選取盡可能多的影響因素，共選取11個(gè)居民消費(fèi)水平可能的影響因素，這樣使得模型最終確定的主要影響因素更具有說服力，也使得本文給出的政策建議更有價(jià)值。

2.文獻(xiàn)綜述2.1已有文獻(xiàn)總結(jié)近年來，我國的經(jīng)濟(jì)水平呈現(xiàn)出了飛速發(fā)展的態(tài)勢(shì)，但是由于發(fā)展速度與消費(fèi)需求的咬合度不足，導(dǎo)致我國無法形成一個(gè)良好的經(jīng)濟(jì)運(yùn)營鏈，造成了諸如產(chǎn)能過剩等的問題。為了保障我國經(jīng)濟(jì)未來依然能夠持續(xù)快速發(fā)展，提高居民消費(fèi)需求的問題就越來越成為了眾多學(xué)者所關(guān)注的領(lǐng)域，而提高居民消費(fèi)水平最重要的一環(huán)，自然是研究居民消費(fèi)水平的影響因素。事實(shí)上，能夠影響居民消費(fèi)水平的因素有很多不多贅述，對(duì)于這一問題的探討逐步呈現(xiàn)多樣化。較多數(shù)的學(xué)者達(dá)成共識(shí)，認(rèn)為收入是決定居民消費(fèi)水平的一大影響因素，許多文獻(xiàn)在實(shí)證中把收入列入因素備選項(xiàng)中。王吉恒、李敏、孟菲（2012）提出了居民收入及儲(chǔ)蓄、國內(nèi)生產(chǎn)總值、通貨膨脹及社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)水平呈現(xiàn)出顯著的影響，其中尤以收入與國民生產(chǎn)總值的影響最為顯著。劉慧敏（2014）研究了我國居民消費(fèi)水平與城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民可支配收入、物價(jià)水平發(fā)現(xiàn)上述因素與居民消費(fèi)水平存在下列關(guān)系:城鎮(zhèn)居民的可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響是0.27倍,農(nóng)村居民可支配收入的影響為正向的0.97倍,而物價(jià)水平是負(fù)方向的1.07倍，無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民的可支配收入都制約著消費(fèi)水平的提升；劉敏（2016）從農(nóng)村居民消費(fèi)角度出發(fā)，得到農(nóng)村居民家庭純收入、恩格爾系數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值等上述因素對(duì)于居民消費(fèi)水平的影響系數(shù)值與其他因素較之更高的結(jié)論；張琳（2017）針對(duì)教育、醫(yī)療、運(yùn)輸，進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，基建具有“乘數(shù)效應(yīng)”,即能帶來幾倍于投資額的社會(huì)總需求和國民收入，對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需促進(jìn)消費(fèi)意義重大，人均可支配收入和鐵路公路貨運(yùn)量是兩大影響居民消費(fèi)水平的顯著因素；安艷慶（2019）在文章中論述人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響較大，指出應(yīng)適當(dāng)提高起征點(diǎn)，使得可支配收入增加，刺激消費(fèi)欲望，從而提高居民消費(fèi)水平。財(cái)政社保支出方面，唐夢(mèng)雪（2020）實(shí)證研究財(cái)政社會(huì)保障支出與居民消費(fèi)水平的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出的效用呈現(xiàn)地域差異，東部、中部地區(qū)財(cái)政性社會(huì)保障支出與居民消費(fèi)水平有正向關(guān)系，而西部則是負(fù)向關(guān)系，究其因反映在制度不夠完善，財(cái)政社保支出對(duì)消費(fèi)存在“擠出”效應(yīng)?？傮w來看，目前已有文獻(xiàn)研究表明人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)水平產(chǎn)生顯著影響，但是對(duì)于其余影響因素則并未有較多的共識(shí)。2.2文獻(xiàn)評(píng)述通過文獻(xiàn)回顧我們可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于居民消費(fèi)水平影響因素的研究，學(xué)者們基本上是選取一段時(shí)間的數(shù)據(jù)，大多運(yùn)用了多元線性回歸模型進(jìn)行分析，最終檢驗(yàn)出對(duì)于人均居民消費(fèi)水平有顯著性影響的因素，以及得到人均居民消費(fèi)水平關(guān)于這些顯著因素的多元線性回歸模型。但是，不同的學(xué)者最初選擇的可能影響因素是不相同的，因而得出的模型結(jié)果也是不同的。因此對(duì)于最終結(jié)論所確定的影響因素也一直未得統(tǒng)一的答案，部分模型顯現(xiàn)出的假定太過理想。本文主要關(guān)注到上述文獻(xiàn)中需要改進(jìn)的地方，一是作者選擇的影響因素太少且不具有說服力，每個(gè)學(xué)者選擇的可能影響因素未必即是影響居民消費(fèi)水平的全部主要因素：文獻(xiàn)作者在回歸模型中所得到的結(jié)論只是經(jīng)過自己研究所得到的，而并不能說明這些因素即是主要影響居民消費(fèi)水平的因素，因而給出的政策建議未必是最有效的。二是數(shù)據(jù)選取的時(shí)間段，多元線性回歸模型受重大轉(zhuǎn)折時(shí)間點(diǎn)影響較大，所以為保險(xiǎn)起見，假設(shè)重大轉(zhuǎn)折點(diǎn)前后居民消費(fèi)水平估計(jì)的多元線性回歸模型會(huì)有所不同。例如2001年中國加入WTO這一事件，可以看成一個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)。假如選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)橫跨該時(shí)間節(jié)點(diǎn)，那么回歸后解釋變量的系數(shù)水平將會(huì)是該時(shí)間節(jié)點(diǎn)前后模型系數(shù)的平均值，使得模型不具有時(shí)效性。而前面提到的文獻(xiàn)選擇的數(shù)據(jù)均橫跨了該時(shí)間節(jié)點(diǎn)。綜上，本文從影響因素的選取和時(shí)間跨度的選擇兩個(gè)角度進(jìn)行改進(jìn)，選擇的數(shù)據(jù)是2001年—2018年中國統(tǒng)計(jì)年鑒上的數(shù)據(jù)，在進(jìn)行綜合考量后共選取了人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入；城鎮(zhèn)化水平；就業(yè)率；匯率；財(cái)政支出；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；農(nóng)村居民家庭人均純收入；恩格爾系數(shù)；城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額，總計(jì)11個(gè)居民消費(fèi)水平可能的影響因素，這樣使得模型最終確定的主要影響因素更具有說服力，也使得本文給出的政策建議產(chǎn)生價(jià)值的可能性增大。

3.模型與變量3.1數(shù)據(jù)及變量說明3.1.1數(shù)據(jù)來源本文在對(duì)影響居民消費(fèi)水平因素問題研究的過程中，經(jīng)過一系列的分析后，最終確定將2001年至2018年期間的影響居民消費(fèi)水平的因素、居民消費(fèi)水平等相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫、世界銀行數(shù)據(jù)庫，在對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理后得到表3-1。表3-12001-2018年影響居民消費(fèi)水平的各因素?cái)?shù)據(jù)年份居民消費(fèi)水平城鎮(zhèn)率GDP城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額財(cái)政支出就業(yè)率2001398738871773762.4318902.5875.342002430139950686910.6522053.1574.43200346064110666103617.6524649.9573.82200451384212487119555.3928486.8973.23200557714314368141050.9933930.2872.80200664164416738161587.340422.7372.44200775724620494172534.1949781.3572.02200887074724100217885.3562592.6671.43200995144826180260771.6676299.9370.892010109195030808303302.4989874.1669.182011131345136302343635.89109247.7968.892012146995339874399551.04125952.9768.742013161905443684447601.57140212.168.612014177785547173485261.3151785.5668.472015193975650237528474.45175877.7768.362016212285754139606521.31187755.2168.172017229025960014649341.5203085.4967.932018250026066006721689220904.1367.66（接下表）年份人民幣對(duì)美元匯率（美元=100）城鎮(zhèn)人均可支配農(nóng)村人均純收入城鎮(zhèn)恩格爾農(nóng)村恩格爾居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（2001=100）2001827.76859.62366.438.247.7100.002002827.77702.82475.6337.746.299.202003827.78472.22622.2437.145.6100.392004827.689421.612936.437.747.2104.302005819.1710493.033254.936.745.5106.182006797.1811759.45358735.843107.782007760.413785.814140.436.343.1112.952008694.5115780.764760.6237.943.7119.612009683.117174.655153.1736.541118.762010676.9519109.45919.0135.741.1122.682011645.8821809.86977.2936.340.4129.292012631.2524564.77916.5836.239.3132.652013619.32264679429.593537.7136.112014614.2828843.8510488.8834.540.5138.832015622.8431194.8311421.7133.640140.782016664.2333616.2512363.4129.132.2143.592017675.1836396.1913432.4328.631.2145.882018661.7439250.8414617.0327.730.1148.953.1.2數(shù)據(jù)篩選與剔除數(shù)據(jù)選取的時(shí)間段，多元線性回歸模型的樣本數(shù)據(jù)所選取的時(shí)間段應(yīng)盡量避開對(duì)模型結(jié)果有重大影響的轉(zhuǎn)折時(shí)間點(diǎn)。2001年中國加入WTO這一事件，可以看成一個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)，該時(shí)間節(jié)點(diǎn)前后居民消費(fèi)水平的多元線性回歸模型會(huì)有所不同，假如選取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)橫跨該時(shí)間節(jié)點(diǎn)，那么回歸后解釋變量的系數(shù)水平將會(huì)是該時(shí)間節(jié)點(diǎn)前后模型系數(shù)的平均值，使得模型不具有時(shí)效性。3.1.3樣本描述性統(tǒng)計(jì)居民消費(fèi)水平受多種因素的影響，查閱文獻(xiàn)和相關(guān)資料后本文選取了以下對(duì)居民消費(fèi)影響較大的11個(gè)自變量進(jìn)行探究。它們分別是：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入；城鎮(zhèn)化水平；就業(yè)率；匯率；財(cái)政支出；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；農(nóng)村居民家庭人均純收入；恩格爾系數(shù)；城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額總計(jì)。（1）人均國內(nèi)生產(chǎn)總值人均國內(nèi)生產(chǎn)總值主要指某一國家、地區(qū)，在某特定時(shí)期內(nèi)，獲得的勞務(wù)與產(chǎn)品的總價(jià)值簡稱，其英文縮寫是GDP，可以說人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是國民經(jīng)濟(jì)核算的關(guān)鍵要素組成，也是權(quán)衡國家經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀的重要參照指標(biāo)。GDP與居民消費(fèi)水平具有正相關(guān)關(guān)系，GDP增加，則經(jīng)濟(jì)水平會(huì)有所提高，居民生活水平提升，勞動(dòng)收入增加，消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變，消費(fèi)能力提升，對(duì)應(yīng)的消費(fèi)水平也會(huì)提高。（2）匯率匯率主要指的就是一個(gè)國家與另一個(gè)國家貨幣比率值被稱為是匯率，在某種程度上來說，匯率變動(dòng)對(duì)給進(jìn)出口貿(mào)易帶來一定影響，最為明顯的就是發(fā)揮出重要的調(diào)節(jié)作用。美元作為世界使用范圍最大的貨幣，在本文中我們將其作為基礎(chǔ)貨幣，采用人民幣對(duì)美元的匯率進(jìn)行計(jì)算。（3）全國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論角度進(jìn)行分析，可以了解到，儲(chǔ)蓄對(duì)居民消費(fèi)同樣具有較為突出的影響。一方面，居民儲(chǔ)蓄的增加意味著當(dāng)期居民消費(fèi)減少，而另一方面，一定的儲(chǔ)蓄額能夠促進(jìn)未來的居民消費(fèi)，可以保證居民在不獲取勞動(dòng)所得的基礎(chǔ)上，還能夠產(chǎn)生消費(fèi)行為。從中可以看出，儲(chǔ)蓄與消費(fèi)之間的關(guān)系非常緊密，呈現(xiàn)出相互補(bǔ)充的關(guān)系。（4）居民家庭人均收入經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論指出收入是影響消費(fèi)的一個(gè)重要指標(biāo)，凱恩斯理論中消費(fèi)函數(shù)為：C=f(Y-T),意味著居民的消費(fèi)水平會(huì)受到可支配收入的影響。對(duì)此，本文決定將居民可支配收入作為解釋變量，為了便于數(shù)據(jù)的整理，決定將純收入來替代可支配收入。（5）中國城鎮(zhèn)化水平城市化主要就是反映農(nóng)村人口向城市涌進(jìn)，在城市形成集聚效應(yīng)的一個(gè)具體表現(xiàn)，集聚效應(yīng)在一定程度上，可以推動(dòng)城市更好的發(fā)展，人口集聚的基礎(chǔ)上，生產(chǎn)力會(huì)有所提升，使得居民收入增加，消費(fèi)能力提升，消費(fèi)水平提高。在我國，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占比較大，對(duì)此，城鎮(zhèn)化水平提升，對(duì)居民消費(fèi)能力和水平提升具有較大的促進(jìn)作用。城鎮(zhèn)化率的函數(shù)為：PU=U÷P，其中U為城市人口，P為全國總?cè)丝?。?）財(cái)政支出財(cái)政支出增加，會(huì)產(chǎn)生“乘數(shù)效應(yīng)”，顧名思義，就是會(huì)帶動(dòng)就業(yè)，使得居民收入增加，進(jìn)而讓居民消費(fèi)水平提升。（7）恩格爾系數(shù)恩格爾系數(shù)主要指的就是居民消費(fèi)支出中，食品方面支出的占比情況，表明食品支出與居民收入具有較大關(guān)聯(lián)。恩格爾系數(shù)可以直觀反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，恩格爾系數(shù)越大，則反映出食品支出占比就越高，居民消費(fèi)水平提高。（8）就業(yè)率國家就業(yè)率反映經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，就業(yè)率越高，則表現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨向良好。在較好的經(jīng)濟(jì)狀況下，居民擁有較高的可支配收入，即居民的就業(yè)率與居民可支配收入直接相關(guān)，對(duì)居民消費(fèi)水平具有較為顯著的影響。（9）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)商品價(jià)格變動(dòng)不僅會(huì)影響商品的銷售，還會(huì)給居民消費(fèi)造成較大影響，針對(duì)于一些需求商品，價(jià)格的波動(dòng)較大，居民則會(huì)減少對(duì)這部分商品的消費(fèi)。本文主要就是借助于CPI消費(fèi)價(jià)值指數(shù)進(jìn)行反映商品價(jià)格波動(dòng)情況，CPI可以直觀反映居民消費(fèi)情況，CPI會(huì)隨著時(shí)間變動(dòng)而發(fā)生改變，突出表現(xiàn)居民消費(fèi)與商品價(jià)格波動(dòng)具有直接影響。3.2模型設(shè)定與解釋在對(duì)2001年-2018年相關(guān)數(shù)據(jù)的整理之后，我們可以借助Eviews軟件來對(duì)各個(gè)因素對(duì)居民消費(fèi)水平影響的線形圖進(jìn)行繪制，具體如下圖所示：圖3-1居民消費(fèi)水平與各影響因素的線型圖從圖一可以看出，各變量量綱的不同導(dǎo)致變量的變化幅度差異較大，但可以認(rèn)為各個(gè)變量呈現(xiàn)出一致或相反的走向，為此我們假定被解釋變量與解釋變量之間存在多元線性關(guān)系，探索性地將上述研究問題的模型設(shè)定為多元線性回歸模型：Yt=β0+i=111β其中被解釋變量Yt為居民消費(fèi)水平，解釋變量Xit為按表3-1自次列始順序排列的各影響因素，βj(j=0,1,2,3,4,5,6,7,8,9,10,11)為模型的參數(shù)

4.模型估計(jì)結(jié)果分析4.1序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)（單整檢驗(yàn)）在回歸分析的過程中，為了避免出現(xiàn)偽回歸的情況，則需要對(duì)所有時(shí)間序列變量的平穩(wěn)情況來進(jìn)行仔細(xì)的檢驗(yàn)。在具體操作的過程中，首先需要對(duì)回歸模型中各變量執(zhí)行單位根檢驗(yàn)，假如得到的結(jié)果為不平穩(wěn)時(shí)，則可運(yùn)用差分的方式來進(jìn)行修正。在檢驗(yàn)平穩(wěn)性時(shí)，本文選擇的是含截距項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，具體公式為：?Xt=α+γX 其中，p為Xt的滯后階數(shù)。對(duì)于上述檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，取Xt-表4-1各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量P值結(jié)論Y1.0000非平穩(wěn)D(Y)0.7062非平穩(wěn)D(Y,2)0.0014平穩(wěn)X10.9157非平穩(wěn)D(X1)0.0002平穩(wěn)X21.0000非平穩(wěn)D(X2)0.4761非平穩(wěn)D(X2,2)0.0026平穩(wěn)X31.0000非平穩(wěn)D(X3)0.7141非平穩(wěn)D(X3,2)0.0028平穩(wěn)X41.0000非平穩(wěn)D(X4)0.4617非平穩(wěn)D(X4,2)0.0043平穩(wěn)X50.1998非平穩(wěn)D(X5)0.0474平穩(wěn)X60.4931非平穩(wěn)D(X6)0.2268非平穩(wěn)D(X6,2)0.0126平穩(wěn)X71.0000非平穩(wěn)D(X7)0.6208非平穩(wěn)D(X7,2)0.0014平穩(wěn)X81.0000非平穩(wěn)D(X8)0.5384非平穩(wěn)D(X8,2)0.0009平穩(wěn)X90.9999非平穩(wěn)D(X9)0.0179平穩(wěn)X100.9988非平穩(wěn)D(X10)0.0060平穩(wěn)X110.9772非平穩(wěn)D(X11)0.0027平穩(wěn)注：D(X)、D(X,2)分別為變量序列的一階差分、二階差分根據(jù)表4-1統(tǒng)計(jì)得：表4-2各變量的單整階數(shù)變量YX1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11幾階平穩(wěn)212221222211檢驗(yàn)得所有變量都為一階或二階單整，這些變量可能組成一個(gè)協(xié)整序列。4.2初步回歸及協(xié)整性檢驗(yàn)在協(xié)整性檢驗(yàn)的過程中，本文采用的方法是最小二乘法回歸法，得到的結(jié)果如表4-3所示：表4-3最小二乘回歸估計(jì)結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C12126.1914291.080.8485150.4287X1-221.7824109.8729-2.0185350.0901X20.0614760.0532481.1545360.2922X3-0.0026800.004322-0.6200850.5580X40.0191540.0140651.3618120.2222X5-178.3328144.3811-1.2351530.2629X65.3545862.2284122.4028710.0531X70.3959350.2107101.8790560.1093X80.4078410.1890002.1578880.0743X957.4487779.400460.7235320.4966X10-29.2829537.62017-0.7783850.4659X1141.0786327.951281.4696510.1921R-squared0.999925Meandependentvar12070.02AdjustedR-squared0.999787S.D.dependentvar6946.123S.E.ofregression101.4399Akaikeinfocriterion12.31153Sumsquaredresid61740.35Schwarzcriterion12.90511Loglikelihood-98.80378Hannan-Quinncriter.12.39338F-statistic7245.872Durbin-Watsonstat2.957298通過對(duì)以上數(shù)據(jù)的分析，獲得殘差序列的均值是0，因此對(duì)殘差開展ADF檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如下表4-4所示：表4-4殘差A(yù)DF檢驗(yàn)結(jié)果t-StatisticProb.*ADFteststatistic-6.766832

0.0000Testcriticalvalues:1%level-2.7080945%level-1.96281310%level-1.606129注：*代表麥金農(nóng)單邊臨界值樣本數(shù)據(jù)總共有12個(gè)變量，殘差檢驗(yàn)結(jié)果其臨界值在協(xié)整檢驗(yàn)臨界值表中查不到，故保守估計(jì)居民消費(fèi)水平和各解釋變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。4.3多重共線性檢驗(yàn)由表4-3的回歸結(jié)果可知，R2為0.999949，修正后的可決系數(shù)R2為0.999838，均接近于1，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為8952.339，這一數(shù)值非常大，說明回歸方程整體顯著，但是t檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下各變量均不顯著。并且根據(jù)經(jīng)濟(jì)知識(shí)判斷，居民消費(fèi)水平應(yīng)該分別與中國城鎮(zhèn)化水平、就業(yè)率正相關(guān)，與居民家庭恩格爾系數(shù)負(fù)相關(guān)，但是其回歸系數(shù)X1、X5符號(hào)為負(fù)，X9符號(hào)為正，與實(shí)際常識(shí)不符合，不能使結(jié)果得到合理的經(jīng)濟(jì)解釋，因此4.3.1簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法表4-5變量之間的相關(guān)系數(shù)表X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11YX11.00-0.920.990.990.980.98-0.98-0.880.990.97-0.830.98X2-0.921.00-0.91-0.94-0.95-0.940.860.70-0.94-0.930.94-0.94X30.99-0.911.000.990.980.98-0.97-0.900.990.97-0.810.98X40.99-0.940.991.001.001.00-0.94-0.841.000.99-0.871.00X50.98-0.950.981.001.001.00-0.92-0.811.001.00-0.901.00X60.98-0.940.981.001.001.00-0.93-0.821.001.00-0.881.00X7-0.980.86-0.97-0.94-0.92-0.931.000.93-0.94-0.900.72-0.92X8-0.880.70-0.90-0.84-0.81-0.820.931.00-0.83-0.790.50-0.81X90.99-0.940.991.001.001.00-0.94-0.831.001.00-0.881.00X100.97-0.930.970.991.001.00-0.90-0.791.001.00-0.901.00X11-0.830.94-0.81-0.87-0.90-0.880.720.50-0.88-0.901.00-0.89Y0.98-0.940.981.001.001.00-0.92-0.811.001.00-0.891.00通過表4-5，可清晰的看出在11個(gè)解釋變量中，任意兩個(gè)變量之間均是處于兩兩因素高度相關(guān)的狀態(tài)，更是有多個(gè)系數(shù)的絕對(duì)值都超過了0.9，因此可以看出解釋變量的相關(guān)性是處在較高程度。需注意的是，由于本文所構(gòu)建的回歸模型中，共包含11個(gè)解釋變量，因此想要充分的將多個(gè)變量間的相關(guān)關(guān)系，僅采用簡單的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的方式是不可行的。對(duì)此，想要掌握多重共線性的性質(zhì)，則需要計(jì)算方差膨脹因子與輔助回歸模型，主要運(yùn)用Eviews軟件來對(duì)輔助回歸模型進(jìn)行構(gòu)建。4.3.2方差擴(kuò)大（膨脹）因子法在對(duì)是否存在嚴(yán)重的多重共線性問題，本文運(yùn)用到的是方差膨脹因子法，具體的公式為：VIF=11-Ri2 在公式中，Ri代表的是自變量對(duì)其他變量回歸分析的負(fù)相關(guān)系數(shù)，得到的結(jié)果具體如表4-6所示：表4-6輔助回歸結(jié)果解釋變量可決系數(shù)方差擴(kuò)大因子（VIF）X12.04E+08967.8062X212072.061616.844X30.0028351344.548X41.87E-051530.789X50.000198220.5823X620845.9157.87805X74.9658208137.817X80.044399997.8192X90.035721110.2688X106304.43365.30631X111415.277386.5767由輔助回歸的結(jié)果可知，各解釋變量的方差擴(kuò)大因子均遠(yuǎn)大于10，表明各個(gè)解釋變量之間存在嚴(yán)重多重共線性問題。4.4多重共線性的補(bǔ)救措施通過前文的研究與分析，了解到解釋變量間有著非常高的相關(guān)程度，對(duì)此使用差分變換、對(duì)數(shù)變換處理多重共線性的效果非常有限，為了能夠更好的來對(duì)多重共線性問題進(jìn)行解決，本文選擇的是逐步回歸方法，在對(duì)變量進(jìn)行一元回歸后，得到了表4-7：表4-7逐步回歸——一元回歸估計(jì)結(jié)果變量X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11參數(shù)估計(jì)975.99940.3730440.0332440.101418-2530.688-67.226420.6586831.686275-1905.985-1235.722394.3216T統(tǒng)計(jì)量19.1165359.9361188.51226102.4211-9.528627-5.58331182.2943567.28880-7.928963-11.0408321.06595R20.9580540.9955660.9979620.9984770.8501800.6608260.9976430.9964790.7971310.8839740.965200調(diào)整后R20.9554320.9952890.9978350.9983820.8408160.6396270.9974960.9962590.7844510.8767220.963025比較各回歸方程的修正后的可決系數(shù)R2，其中Y對(duì)X4的回歸方程的R2最大，意味著對(duì)居民消費(fèi)影響最大的是財(cái)政支出，而財(cái)政支出通過扶貧、增加就業(yè)等一系列方式來拉高居民消費(fèi)水平，符合經(jīng)濟(jì)意義，且其t統(tǒng)計(jì)量顯著，因此選擇X3構(gòu)建基礎(chǔ)方程。 依照上述過程，根據(jù)逐步回歸法篩選解釋變量的方法，必須符合個(gè)條件：選擇一個(gè)變量加入到已有方程中，新加入變量的引進(jìn)使得回歸方程修正后的R2值和F值有所改善，且新加入的變量對(duì)先加入的變量的t值無明顯影響，則可將此變量留下。最終表4-8逐步回歸——依次增加變量估計(jì)結(jié)果解釋變量CX4X8X2X6RFCX42143.3930.1014180.99838210490.07CX4X81563.7690.0673280.5691190.9990619047.08CX4X8X2806.3610.0273990.6862050.1215740.99963915687.10CX4X8X2X6-1106.0490.0355660.4600300.1505732.4444570.99975817569.55在X4、X8、X2、X6的基礎(chǔ)上再加入任何一個(gè)變量都存在多重共線性問題，因此將這些變量來作為修正后的解釋變量，修正后的回歸方程如下：YtR(4)4.5剔除變量后的協(xié)整檢驗(yàn)將部分變量剔除后，所得到的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表4-9所示：表4-9殘差A(yù)DF檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic

Prob.*ADFteststatistic-5.232156

0.0000Testcriticalvalues:1%level-2.7282525%level-1.96627010%level-1.605026通過對(duì)表4-9中的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究與分析，了解到在1%、5%、10%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-5.232156比各臨界值小，意味著其屬于平穩(wěn)序列，代表著4個(gè)變量與居民消費(fèi)水平具有協(xié)整關(guān)系，可開展下一步的檢驗(yàn)。在相關(guān)工作開展前，首先需要構(gòu)建誤差修正模型，具體為：?Yt=β0+β1根據(jù)以上公式，經(jīng)過計(jì)算后得到表4-10：表4-10誤差修正模型估計(jì)結(jié)果解釋變量估計(jì)系數(shù)t-StatisticC-35.84960-0.659783DX40.0367236.206422DX80.4092693.879892DX20.1671266.634831DX62.4879992.455138RESID2(-1)-0.500231-6.292195F-statistic148.6807在對(duì)表4-10中的數(shù)據(jù)進(jìn)行剖析，了解到滯后殘差項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為負(fù)，同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量顯著，因此可知系統(tǒng)確實(shí)存在誤差修正機(jī)制，進(jìn)一步證實(shí)各變量間協(xié)整關(guān)系成立。4.6異方差檢驗(yàn)有關(guān)異方差的檢驗(yàn)方式有多種，進(jìn)行綜合比較后本文選擇的是ARCH檢驗(yàn)，選擇滯后一階的ARCH檢驗(yàn)，結(jié)果如下：F-statistic0.423351

Prob.F(1,13)0.5251Obs*R-squared0.466628

Prob.Chi-Square(1)0.4945由于p值=0.4945>0.05，不拒絕原假設(shè)，因此可得出判斷模型中不存在異方差。4.7模型最終結(jié)果分析消除了多重共線性后的模型為：Yt=-1106.049R模型結(jié)果顯示，在這11個(gè)對(duì)居民消費(fèi)水平可能有影響的因素中，人均GDP、財(cái)政支出、匯率、農(nóng)村人均純收入的影響最顯著。具體來說，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1元，相應(yīng)的居民消費(fèi)水平增加0.150573元；財(cái)政支出每增加1億元，則居民消費(fèi)水平增加0.035566元；人民幣匯率每提高1點(diǎn)，則居民消費(fèi)水平增加2.444457元；農(nóng)村居民家庭人均純收入增加1元，則居民消費(fèi)水平增加0.46003元。通過以上數(shù)據(jù)的研究，可知影響居民消費(fèi)水平的主要因素是收入，隨著人均收入的增加，促使居民消費(fèi)也會(huì)不斷增加，即居民收入的增加會(huì)帶動(dòng)消費(fèi)的增長。又因?yàn)槲覈寝r(nóng)業(yè)大國，目前總體城鎮(zhèn)化程度依然不高，所以農(nóng)村居民的人均純收入對(duì)于全國居民消費(fèi)水平的影響十分明顯。當(dāng)其他因素處于固定的狀態(tài)時(shí)，則人民幣匯率的增加，意味著實(shí)際貨幣的價(jià)值增加，可以進(jìn)行更多的進(jìn)口活動(dòng)，更加能夠刺激消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。財(cái)政支出是政府在滿足社會(huì)群眾需求、提供公共服務(wù)與產(chǎn)品過程中而支付的資金，這使得人們不必為可能生病而儲(chǔ)蓄更多的資金以備將來使用，因此人們當(dāng)前愿意消費(fèi)更多，進(jìn)而提高了人均居民可支配收入。

5.結(jié)論與建議在前文中我們通過對(duì)2001-2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量研究，下面我們將對(duì)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、全國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額總計(jì)、財(cái)政支出和農(nóng)村居民家庭人均純收入四個(gè)因素提出政策性建議。（1）全面深化改革，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展GDP主要指的就是一國家、地區(qū)經(jīng)濟(jì)在某種發(fā)展?fàn)顟B(tài)下，獲得的勞務(wù)與產(chǎn)品總價(jià)值的簡稱，國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)于居民消費(fèi)水平來說發(fā)揮出了一定的關(guān)鍵價(jià)值。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是各國發(fā)展進(jìn)程中特別看重的內(nèi)容，也是國家發(fā)展的動(dòng)力與目標(biāo)。在中國的社會(huì)背景下，想要大力發(fā)展我國經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，那么就必須全面深化我國經(jīng)濟(jì)體制改革，使得第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)相對(duì)減少占比，促使第三產(chǎn)業(yè)的占比不斷增加；推行驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略發(fā)展目標(biāo)，利用科技力量推動(dòng)生產(chǎn)力，使得